典型流域生態補償對區域技術創新的非線性影響
——基于新安江流域安徽段面板數據的門檻效應檢驗

娜 仁，張晗璐，萬倫來

（合肥工業大學經濟學院,安徽合肥 230601）

多年來全國各地盛行的GDP 錦標賽競爭不僅嚴重破壞地方生態環境，而且跨省流域因具“上游污染下游遭殃”的“庇古外部性”更使其成為生態環境破壞和污染的重災區。黨中央高度重視跨省流域生態環境綜合治理，大力推進“有利補償原則”和“用戶支付原則”的生態補償制度安排以統籌協調跨省流域各方利益主體。安徽省積極響應黨中央搞好跨省流域生態環境保護號召，于2010 年在全國率先實施生態補償政策措施，努力推動橫跨皖浙兩省的新安江流域生態環境綜合治理試點工程。安徽新安江流域各區縣緊緊圍繞國家實施生態補償的工作部署，以促進經濟轉型升級為核心，以“禁、關、停、并、轉”為抓手，以項目為支撐，充分發揮市場調節配置作用，贏得了“還給新安江流域人員一流清水”之美譽，為全國實施生態補償制度，治理跨省流域生態環境保護樹立了標桿，被寫進國家《生態文明體制改革總體方案》在全國宣傳推廣［1］。那么，生態補償的實施能否在促使流域生態環境污染得到綜合治理的同時，也能對受償區技術創新產生積極影響，實現“生態環境保護”和“經濟轉型發展”雙贏？厘清這一問題對于科學評價流域生態補償政策措施的實施效果，建立健全生態補償機制體制具有重要的指導意義。

1 文獻綜述

隨著生態補償實踐活動的逐步推進，學術界對生態補償相關問題展開了廣泛的討論，既有研究主要聚焦在生態補償的內涵特征［2-3］、主要方式［4-5］、運行機制［6-8］、產生影響以及制度體系建設對策等方面［9-12］，而鮮有學者關注到政府實施生態補償這一環境規制政策工具對區域技術創新所產生的影響。事實上，關于政府環境規制政策對技術創新所產生的影響學術界莫衷一是，歸納起來有如下三種觀點：一是促進論，如Domazlicky 等［13］研究認為政府環境規制政策對技術創新具有顯著促進作用，并對經濟增長產生積極影響。政府環境規制政策能夠激勵企業開展技術創新活動，從而能有效地消除加強環境保護成本產生的不利影響［14］。Guo 等［15］同樣研究發現政府相關環保政策的確能夠有效推動區域技術進步，從而對國家科技進步具有重要的推動作用。陶鋒等［16］則根據國際專利分類（IPC）提供的專利化創新活動經驗數據研究證實，政府環保目標責任制對區域技術創新起較顯著的推動作用。二是抑制論。如Popp 等［17］認為政府環境規制會造成企業投入創新研發的資金縮減，從而對區域技術創新產生負面影響。蔣伏心等［18］則基于新古典理論研究指出，政府環境規制政策會增加廠商生產成本，從而降低技術創新能力。政府環境規制政策對我國長江經濟帶城市的綠色技術創新具有一定的負面影響［19］。三是“U”型關系論。如Horváthová［20］的研究表明，環保政策對區域技術創新的影響因為階段不同具有差異，短時間內對區域創新產生抑制作用，但長期來看顯著促進了區域創新發展。Xie 等［21］實證研究表明不用類型的環保政策對技術創新具有門檻效應。政府環境規制政策對技術創新的影響呈非線性的“U”型關系特征［22］。周慧穎等［23］基于我國經驗數據研究同樣發現，政府環境規制政策短期內對技術創新產生抑制，而從長期看具有顯著促進作用。

上述相關研究結論向學界提出了一個新的課題，即作為政府環境規制重要措施之一的生態補償政策究竟對技術創新產生何種影響？綜觀相關研究卻較少有涉及，因此本文以全國首個跨省流域生態補償示范區安徽新安江流域為研究對象，在運用數理經濟學揭示生態補償對區域技術創新影響作用的發生機理基礎上進行實證檢驗，進而提出相關政策建議。

2 生態補償對區域技術創新影響的數理分析

考慮到企業是區域技術創新的主體，本文借鑒沈能［24］研究成果，設定企業的利潤函數和生產函數分別為：

由于企業污染排放與產出收入正相關，而與其環保支出負相關，即環保支出越多，污染排放量越小，因此可以得到：

當實施生態補償試點時，企業為響應政府環保號召，必須降低污染排放，一方面，企業會加大治污資金投入以降低污染排放量，即產生所謂的“治污技術進步效應”；另一方面，在政府生態補償政策的扶持下，產生“創新補償效應”激勵企業進行技術創新。因此，在企業生產過程中，生產技術水平和環保支出水平決定了企業的技術高低，即有：

（8）式表明在生態補償政策推動下，企業的最優選擇是讓生產的邊際污染增加等于治污的邊際污染減少。根據式（7）可知，是在特定的生態補償強度下企業的污染排放量。那么生態補償強度可以用企業排放的污染量代理。那么生態補償強度與企業的污染排放量則成負相關關系，即生態補償強度低，企業的污染排放量就高，生態補償強度高，企業的污染排放量就低。由可得到：

3 生態補償對區域技術創新影響的實證分析

3.1 數據來源與變量說明

安徽新安江流域生態補償試點成功入選2015年中央改革辦評選的全國十大改革案例，并寫入中央《生態文明體制改革總體方案》，對全國生態補償工作具有示范作用。因此，本文選取新安江流域安徽段黃山7 個縣區（考慮到數據可比性，本文剔除宣城市績溪縣）為研究對象。樣本期選取《新安江流域上下游橫向生態補償試點實施情況評估報告》中所記錄的生態補償試點項目啟動的起止年份（2010—2018），有關數據主要來源于《新安江流域上下游橫向生態補償試點實施情況評估報告》和黃山市相關年份的統計年鑒。變量說明如下所示：

表1 變量的描述性統計

3.2 模型設定

本文以生態補償強度為核心解釋變量和門檻變量，以區域技術創新為被解釋變量,為避免異方差和多重共線性，本文對各變量進行了取對數處理，具體模型構建如下：

3.3 實證結果

3.3.1 平穩性檢驗

數據的平穩性是后續進行面板回歸分析的基礎，為此本文依據研究的數據類型采用LLC 法進行單位根檢驗，具體檢驗結果如表2 所列。由表2 可見，取對數之后的技術創新、生態補償強度、經濟發展水平、產業結構特征和外商直接投資均為平穩序列。

表2 變量的LLC單位根檢驗

3.3.2 面板門檻回歸分析

為得到非線性面板門檻回歸結果，首先必須對核心解釋變量和門檻變量進行顯著性檢驗，故本文將相關變量代入（11）式并采用stata15.0 進行分析，表3 是以生態補償強度為核心解釋變量和門檻變量的顯著性檢驗，其中P值和臨界值均是采用“Bootstrap法”反復抽取1 000 次得到的結果。由表3 可知，單門檻效應在 1% 的顯著性水平下顯著，雙門檻效應和三重門檻效應在各顯著性水平下均不能通過檢驗，表明以生態補償強度作為門檻變量拒絕線性關系的原假設，這說明生態補償對產業轉型升級確實存在門檻效應，與前文的數理模型推導結果一致同時也說明可選用單重門檻面板模型估計其門檻值。

表3 門檻值估計與檢驗結果

根據以上檢驗結果，本文運用單重門檻面板模型進行門檻值估計，具體見表4，門檻估計值為0.285 5,作對數還原之后即為0.776 0 億元，95%置信區間為［0.263 2，0.288 2］，作對數還原之后即為［0.715 5,0.783 4］。為了幫助理解門檻值估計及置信區間的構造過程，本文畫出似然比函數圖，似然比函數序列作為門檻參數的趨勢圖，當為0 時，則可得到門檻值估計量γ=0.285 5，虛線以下部分即為γ 的 95%置信區間，如圖1 所示。

圖1 單一門檻模型的置信區間

生態補償強度與區域技術創新的門檻估計結果見表4 所示。從估計結果看，生態補償強度促進經濟轉型升級具有顯著的門檻特征。當生態補償強度（季度）低于0.776 0 億元時，對當地技術創新水平產生負向影響，系數為-0.255 4，當生態補償強度高于0.776 0 億元時，其當地技術創新水平的影響產生方向性改變，為3.749 0，這一現象表明生態補償強度與當地技術創新水平之間存在一個拐點，即為門檻值，生態補償與技術創新之間并非簡單的線性關系。當生態補償強度低于門檻值時，生態補償將抑制技術創新，原因可能有：（1）項目實施初期為快速達成卓越的治污目標，在政府和社會的雙重壓力下，政策制定者將大量資金用于水源地區的直接污染治理，鮮有補償資金流入涉及企業和部門的科技創新的項目，從而不會對區域技術創新水平起到促進作用；（2）為支持生態補償政策施行達成環境效益目標，企業和部門挪用原本計劃用于科技創新發展的資金，從而產生“擠出效應”，對地區技術創新水平造成抑制影響；（3）在創新技術、設備及理念的初期，由于與原先生產流程、人員調動及設備運用的不匹配，企業和部門需要一定資金成本和時間成本去適應。這也將對區域技術創新水平提高產生不利影響。當生態補償投入金額超過門檻值時，生態補償將轉而促進區域技術創新水平提高，這可能是由于：（1）達成一定的治理目標后，直接性污染治理效果已難再有突破，生態補償資金投入開始向更注重科技創新、設備創新及理念創新的間接補償項目流動，如建生物環保發酵豬舍、引進先進菌種培養設備、購置先進地表水質監測分析設備等。同時補償資金的流入激勵了當地企業和部門進行創新性技術改革，進而推動區域技術創新升級；（2）企業和部門已經逐步適應新的生產環境，人員和新設備使用得到高效率的匹配，合理的新生產結構得到適應性的調整，為促進區域技術創新水平提升奠定了穩健基礎。

表4 全地區面板門檻模型回歸結果

在其他控制變量中，地區經濟發展水平和產業結構特征對區域技術創新水平提高均產生顯著正的影響，說明經濟發展水平較高和產業結構合理的地區技術創新水平也較高，這符合經濟學的一般認知。外商投資對地區經濟轉型升級產生抑制作用但并不顯著，可能的情況是該地區對外資的利用仍停留在進口高技術中間產品和設備的低級階段，并未重視對技術本身的引進，因此暫時未能提升當地技術創新水平。此外，企業和部門對外商投資吸收接納情況不合理，不能進行有效的分配利用，還會對當地技術創新水平甚至經濟轉型發展產生抑制效應。

3.3.3 穩健型檢驗

為考察估計結果的穩定性和所得結論的可靠性，本文選擇以下三種方法對門檻模型進行穩健性檢驗：（1）將樣本分區域重新進行回歸，分為中心城區（徽州區、黃山區、屯溪區）和其他縣區（歙縣、休寧縣、黟縣、祁門縣）兩個部分，見表5 模型（2）、（3）。（2）剔除2010 年樣本數據進行重新估計，選取2011—2018 年作為新的研究時段，見表5 模型（4）。（3）跟換解釋變量，取生態補償強度一階滯后值作為新的解釋變量和門檻變量，見表5 模型（5）。

表5 穩健性檢驗

穩健性檢驗結果顯示，新模型均通過了門檻效應檢驗且整體模型和系數顯著，與前文核心解釋變量、門檻變量估計結果均保持大致一致，僅在其他縣區層面進行門檻回歸時，控制變量直接外商投資變顯著。此結果說明上述主要結論具有較好的穩健性，進一步佐證了本文的研究假設。

4 研究結論與政策建議

本文理論分析表明生態補償對區域技術創新具有非線性影響，呈現“U”型曲線特征，即當生態補償強度較低時，生態補償強度與技術創新負相關；當生態補償強度較高時，生態補償強度與技術創新正相關。實證研究發現，安徽新安江流域生態補償對區域技術創新的影響存在顯著的單一門檻效應，當生態補償資金投入額（季度）小于0.776 0 萬元時，對區域技術創新呈現抑制作用；而當生態補償資金投入額（季度）大于0.776 0 萬元時，對區域技術創新呈現促進作用。

本文研究反映這樣事實：當政府生態補償財政投入沒有達到一定額度之前，生態補償不僅不能促進區域技術創新，反而會產生負作用，生態補償必須要有一定量的積累，只有當跨過一定額度之后才會對受償區技術創新產生積極影響，有利于受償區經濟轉型發展。因此，一是要充分意識到生態補償對促進受償區技術創新，推動經濟轉型發展并非一蹴而就，切忌發生生態補償政策的不連續性。二是要明確實現“環境保護”和“經濟轉型發展”雙贏的目標，及時監測反饋信息，滾動修訂生態補償措施，以確保生態補償政策實施效果的最大化。三是要依據地區的實際發展情況合理制定差異化生態補償的補償標準和方案，努力提高補償資金的實際利用效率。最后，建議豐富生態補償的不同方式，努力激勵企業技術創新，不斷提升區域創新的內在動力，走高質量發展之路。